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RESUMO.- Foi investigada a prevalência de anticorposantileptospira em fêmeas bovinas com idade igual ou su-perior a 24 meses, provenientes de 178 rebanhos de 22municípios do estado de Mato Grosso do Sul, bem comoidentificados fatores de risco associados à infecção. Fo-ram analisadas 2.573 amostras de soro sangüíneo por

meio do teste de soroaglutinação microscópica perante10 sorovares de leptospira. Títulos iguais ou superiores a100 para um ou mais sorovares foram detectados em1.801 fêmeas (98,8%) de 161 (96,5%) rebanhos. O sorovarHardjo (65,6%) foi apontado como o mais provável, se-guido do sorovar Wolffi (12,3%). Os resultados demons-tram que a leptospirose bovina se encontra presente emtodos os municípios estudados, com alta prevalência, tantoem animais como em rebanhos. Os fatores de risco iden-tificados neste estudo e associados à infecção por bacté-rias do gênero lepstopira foram o tipo de exploração pe-cuária de corte e a raça Zebu.

TERMOS DE INDEXAÇÃO: Leptospirose, bovinos, epidemio-logia, prevalência de rebanhos.

INTRODUÇÃOA leptospirose é uma doença infecto-contagiosa que aco-mete animais e humanos, causada por qualquer espéciepatogênica de bactérias do gênero Leptospira spp. (OIE2006). Já foi diagnosticada em todos os continentes, noentanto, na América Latina, África e Ásia, os níveis de

Prevalência e fatores de risco para a leptospirose embovinos de Mato Grosso do Sul1

Aline de O. Figueiredo2*, Aiesca O. Pellegrin3, Vitor S.P. Gonçalves4, EmanuelB. Freitas5, Letícia Almeida R.C. Monteiro5, Jacqueline M. de Oliveira5 e Ana

Luiza A.R. Osório6

ABSTRACT.- Figueiredo A.O., Pellegrin A.O., Gonçalves V.S.P., Freitas E.B., MonteiroL.A.R.C., Oliveira J.M. & Osório A.L.A.R. 2009. [Prevalence and risk factors for bovineleptospirosis in Mato Grosso do Sul, Brazil.] Prevalência e fatores de risco para aleptospirose em bovinos do Mato Grosso do Sul. Pesquisa Veterinária Brasileira 29(5):375-381. Programa Mestrado em Ciência Animal, Universidade Federal de Mato Grosso doSul, Campo Grande, MS 79070-900, Brazil. E-mail: line_figueiredo@yahoo.com.br

The prevalence of anti-Leptospira spp. antibodies was estimated for female cattleaged 24 months or older. The sample comprised 178 herds from 22 counties in the stateof Mato Grosso do Sul, Brazil. The risk factors associated with the presence of infeccionwere investigated. A total of 2,573 blood serum samples were tested against 10 leptospiraserovars using the microagglutination test (MAT). Titers of 100 or higher for one or moreserovars were detected in 1,801 females (98.8%) from 161 herds (96.5%). Serovar Hardjo(65.6%) was the most frequent, followed by serovar Wolffi (12.3%). These results suggestthat bovine leptospirosis is widespread in all the counties under study, with a highprevalence both at the animal and the herd level. Beef farms and the Zebu breed wereassociated to the higher risk of herd infection by leptospiras.

INDEX TERMS: Leptospirosis, cattle, epidemiology, herd prevalence.

1 Recebido em 18 de julho de 2008.Aceito para publicação em 9 de dezembro de 2008.

2 Mestranda do Programa de Pós-Graduação em Ciência Animal,Universidade Federal de Mato Grosso do Sul (UFMS), Cidade Universi-tária, Campo Grande, MS 79070-900, Brasil. *Autor para correspon-dência: line_figueiredo@yahoo.com.br

3 Embrapa Pantanal, Rua 21 de setembro 1880, Corumbá, MS 79320-900, Brasil.

4 Curso de Medicina Veterinária, Faculdade de Agronomia e Medici-na Veterinária, Universidade de Brasília, Campus Darcy Ribeiro, AsaNorte, Brasília, DF 70910-900, Brasil.

5 Agência Estadual de Defesa Sanitária Animal e Vegetal (Iagro/MS),Av. Senador Filinto Muller 1146, Bairro Universitário, Campo Grande,MS 79074-902.

6 Docente do Programa de Pós-Graduação em Ciência Animal, UFMS,Campo Grande, MS.

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ocorrência são elevados, pois as condições ambientaisfavorecem a persistência e a disseminação do agente(Blenden 1976).

Na saúde animal, as conseqüências desta infecçãosão de esfera econômica, tendo em vista o envolvimentode animais de produção como bovinos, ovinos, caprinos,suínos e eqüinos (Brasil 1995). Nos bovinos, as perdaseconômicas decorrem de transtornos reprodutivos comoinfertilidade, aborto, nascimento de bezerros fracos e di-minuição temporária da produção leiteira (Cervantes etal. 2002).

No Brasil, a soroprevalência da leptospirose em reba-nhos varia de 74% a 100% (Homem et al. 2001, Favero etal. 2001, Thompson et al. 2006, Lage et al. 2007) e emanimais de 45,56% a 62,3% (Langoni et al. 2000, Faveroet al. 2001). Os inquéritos sorológicos realizados em po-pulações bovinas, no território brasileiro, evidenciam comoimportantes os sorovares Hardjo, Wolffi, Pomona,Grippotyphosa, Icterohaemorrhagiae e Canicola, sendomais prevalente o sorovar Hardjo (Favero et al. 2001,Lilenbaum & Souza 2003, Araújo et al. 2005, Thompsonet al. 2006, Lage et al. 2007). No Mato Grosso do Sul, osorovar Hardjo também é o mais freqüente (Madruga etal. 1980, Pellegrin et al. 1999, Favero et al. 2001).

O objetivo deste estudo foi determinar a prevalência deanticorpos anti-Leptospira spp. em fêmeas bovinas em ida-de reprodutiva no Estado do Mato Grosso do Sul, bem comoidentificar os fatores de risco associados à infecção.

MATERIAL E MÉTODOSÁrea de estudo

A investigação foi realizada numa região do estado de MatoGrosso do Sul (MS) composta por 22 municípios, que constituiuma área de 70.215 km², o que representa 19,7% do MS (Brasil2002). Esses municípios fazem parte de três das quatro

mesorregiões do estado (Mesorregião do Centro Norte de MS;Mesorregião do Leste de MS; e Mesorregião do Sudoeste deMS) (Fig.1). O rebanho bovino da região estudada é deaproximadamente 5,7 milhões de cabeças, com média de 321cabeças por rebanho, sendo a maioria com aptidão produtivade corte, correspondentes a 23,2% do rebanho total do estado(Brasil 2003), que em 2004 era de 24,715 milhões de bovinos(Brasil 2004).

AmostragemPara calcular o tamanho da amostra destinada a estimar

prevalência de rebanhos considerou-se o grau de confiança de95% e o nível de precisão absoluta dos resultados de ±5%(Noordhuizen et al.1997). A prevalência esperada de rebanhos,utilizada no cálculo foi de 87%, com base nos achadossorológicos de Favero et al. (2001), em rebanhos de 21 estadosdo Brasil. Assim, seria necessário amostrar 174 rebanhos deacordo com a fórmula padrão para amostragem aleatória simples(Thrusfield 1995, Noordhuizen et al. 1997), porém foi possívelamostrar 178 rebanhos.

Para o sorteio das propriedades foi utilizada a listagem dasfichas sanitárias fornecidas pela Agência Estadual de DefesaSanitária Animal e Vegetal (Iagro/MS) e para o cálculo dointervalo amostral dividiu-se o número total de propriedadespelo número de propriedades a serem amostradas. Naspropriedades rurais, nas quais claramente foram identificadosmais de um rebanho, escolheu-se como alvo do estudo orebanho bovino de maior importância econômica, no qual osanimais estavam submetidos ao mesmo manejo. Se umapropriedade sorteada não pôde, por quaisquer motivos, servisitada, foi substituída por outra, nas proximidades e com asmesmas características de produção.

Foram simulados diversos cenários, com auxilio do softwareHerdacc®, com o objetivo de determinar o número de fêmeasadultas a serem amostradas por rebanho. Para tanto, conside-rou-se que a especificidade e sensibilidade agregadas, ou emnível de rebanho, deveriam ser iguais ou superiores à sensibi-lidade e especificidade do teste diagnóstico, que neste caso

Fig.1. Municípios que compõem a região do estudo.

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eram respectivamente de 0,82 e 0,97. Simularam-se cinco ce-nários de prevalência intra-rebanho (50%, 70%, 80%, 85% e90%), além do cenário base em que o rebanho estaria livre deinfecção. Foram simulados vários pontos de corte, ou númerode animais positivos, para classificar o rebanho como infectado.O número de animais no rebanho foi de 300. Os resultados dassimulações permitiram estabelecer uma amostra de 14 fêmeasadultas e fixar o ponto de corte em quatro animais por rebanho,ou seja, rebanhos com quatro ou mais animais positivos seri-am considerados infectados. Os rebanhos com um, dois ou trêsanimais reagentes seriam inconclusivos, enquanto os rebanhossem reações positivas seriam negativos. Este método visa ga-rantir que a especificidade agregada seja boa, evitando assima sobreestimativa de prevalência de rebanho devido à classifi-cação de muitos rebanhos falso-positivos. Por outro lado, asensibilidade agregada foi mantida em valores aceitáveis ape-sar do ponto de corte utilizado em razão da alta prevalênciaintra-rebanho encontrada na literatura.

A seleção das fêmeas foi feita de forma aleatória, empre-gando-se o método de amostragem aleatória simples ou siste-mática. A escolha por um dos métodos foi definida dividindo ototal de fêmeas com idade igual ou superior a dois anos exis-tentes na propriedade pelo total de fêmeas a serem amostradas.Para resultados inferiores a dois, foi empregado o método deamostragem aleatória simples, consultando uma tabela de nú-meros aleatórios; nos casos em que o resultado era superior adois, foi empregado o método de amostragem aleatória siste-mática. No total, foram amostradas 2.573 fêmeas.

Obtenção das amostrasAs amostras foram colhidas no período de dezembro de

2003 a março de 2004 e transportadas para o Laboratório deDiagnóstico de Doenças Animais (Laddan) da Iagro. Os sorosobtidos foram estocados a -20ºC e, depois, submetidos ao testede diagnóstico de leptospirose.

Teste diagnósticoPara o diagnóstico foi empregado o teste de soroaglutinação

microscópica (SAM), utilizando uma coleção de antígenos vivoscomposta de 10 sorovares: Icterohaemorrhagiae, Copenhageni,Canicola, Autumnalis, Pomona, Grippotyphosa, Hebdomadis,Wolffi, Bratislava e Hardjo. Foram consideradas reagentes asamostras com título igual ou superior a 100, com 50% deaglutinação ou desaparecimento das células do campo, emmicroscopia de campo escuro (Brasil 1995). Os soros reagentesforam titulados em séries geométricas de quatro diluições derazão dois, sendo o título dado como a recíproca da maiordiluição em que houve aglutinação.

Para efeito do cálculo de prevalência considerou-se qual-quer animal reagente para um ou mais sorovares. Para a deter-minação dos sorovares predominantes foram considerados aque-les de maior título e os animais que apresentaram dois ou maissorovares com títulos idênticos foram excluídos dessa análise.No entanto, esses animais foram computados como reatorespara pelo menos um sorovar no cálculo de prevalência.

Análise estatísticaPrevalência de animais infectados. As prevalências

aparente (Pa) e real (Pr) para animais foram calculadasconforme Noordhuizen et al. (1997) e Bennett et al. (1991). APa foi obtida ponderando-se a frequência com o peso que cadapropriedade tem em número de animais em relação ao total de

propriedades (fator de ponderação). Os valores de Pr foramestimados ajustando-se o valor da Pa para a especificidade(0,97) e sensibilidade (0,82) do teste de SAM (Cumberland etal. 1999).

Pa = ΣΣΣΣΣwiyi / ΣΣΣΣΣwixi, onde:w = fator de ponderação;x = número de animais testados por rebanho;y = número de animais positivos;i = número de cada rebanho.

Pr = (Pa + Esp-1) / (Sen + Esp-1), onde:Sen = sensibilidade do teste;Pa = prevalência aparente;Esp = especificidade do teste.

Prevalência de rebanhos infectados. A prevalênciaaparente de rebanho (PaR) (Martin et al. 1987) foi estimada pormeio da seguinte fórmula:

PaR= n/N, onde:n = número de rebanhos classificados como positivos;N = número total de rebanhos testados.

Prevalência real de rebanho (PrR). Foi calculada de acordocom Martin et al. (1992), utilizando a seguinte fórmula:

PrR = (PaR + EspR-1) / (SenR + EspR-1), onde:PrR = prevalência real de rebanho;PaR = prevalência aparente de rebanho;EspR = especificidade de rebanho;SenR = sensibilidade de rebanho.

Os intervalos de confiança (IC) das prevalências aparentee real de animais e de rebanhos foram calculados para umaconfiança de 95%, conforme Martin et al. (1987), por meio daseguinte fórmula:

IC = valor estatístico ± (z * EP), onde:z = 1,96 (Sampaio 2007);EP = erro-padrão.

Para o cálculo do erro padrão da prevalência de animais foiutilizada a fórmula abaixo, assumindo-se que a amostragemde animais foi do tipo conglomerado (Bennett et al. 1991):

EPconglomerado=(C/ΣΣΣΣΣwixi)*√{[(ΣΣΣΣΣwi2yi

2) - (2PaΣΣΣΣΣwi2xiyi)+

(Pa2ΣΣΣΣΣwi2xi

2)]/[C*(C-1)]} onde:C = número do conglomerado, ou seja, o número de

rebanhos examinados;i = número de cada rebanho dentro da amostra C;w = fator de ponderação, ou seja, o peso relativo de cada

conglomerado dentro da área de estudo;x = número de animais testados por propriedade;y = número de animais positivos ao teste;Pa = prevalência aparente ponderada de animais.

O erro padrão da prevalência de rebanhos é calculadoutilizando-se a seguinte fórmula:

EP Pa rebanho=√Pa rebanho*(1-Pa rebanho)/total depropriedades examinadas.

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Estimativa da sensibilidade e especificidade de rebanho.A SenR e EspR foram estimadas de acordo com Dohoo et al.(2003). Considerou-se o ponto de corte igual a quatro,significando que o achado de pelo menos quatro animaisreagentes no rebanho o classificava como rebanho positivo, deum a três animais como rebanho inconclusivo e nenhum animalregente (zero) como negativo. Como a fração de animaisamostrados no rebanho foi em geral inferior a 10%, utilizou-sea distribuição binomial com auxilio do software Herdaac®,especifico para esse tipo de cálculo amostral.

Valores preditivos. O valor preditivo positivo (VPP) e o valorpreditivo negativo (VPN) do diagnóstico do rebanho foramestimados de acordo com Noordhuizen et al. (1997) e Dohoo etal. (2003), por meio das seguintes fórmulas:

VPP = [PrR * SenR] / [[(PrR * SenR) + (1 – PrR)] * (1 – EspR)]VPN = [(1 – PrR) * EspR] / [[PrR * (1 – SenR)] + [(1 - PrR) *EspR]], onde:

PrR = prevalência real de rebanho;SenR = sensibilidade de rebanho;EspR = especificidade de rebanho.

Questionário e análise dos fatores de riscoFoi aplicado um questionário aos proprietários ou

responsáveis pelos rebanhos, no qual foram incluídasinformações do tipo de exploração (corte, leite e misto), uso deinseminação artificial, raças predominantes, presença de suínos,compra e venda de animais e áreas alagadiças. Foi realizadoestudo de fatores de risco do tipo transversal. Para tanto foramformados dois grupos de propriedades (positivas e negativas)que, quando comparados entre si quanto às variáveispesquisadas no questionário epidemiológico, permitiu medir aforça da associação dessas variáveis com a presença daleptospirose.

As variáveis de risco associadas à soropositividade dorebanho para pelo menos um sorovar foram analisadas por meioda estimativa pontual e intervalar da odds ratio (OR), comintervalo de confiança de 95%. O teste de hipóteses foi realizadocom o teste de qui-quadrado ou teste exato de Fisher, quandoindicado (Sampaio 2007).

O resultado do teste de diagnóstico e as informações doquestionário aplicado em cada propriedade foram armazenadosem um banco de dados, utilizando o programa MicrosoftAccess®.

RESULTADOSDe acordo com o questionário, observou-se que das

178 propriedades, 71 (39,9%) eram destinadas à explo-ração de corte, 81 (45,5%) leiteira e 26 (14,6%) de cria-ção mista. Das propriedades amostradas, constatou-seque em nenhuma delas havia orientação para vacinaçãoantileptospirose.

O Quadro 1 apresenta os resultados do teste de SAMem rebanhos e animais amostrados nos diferentes muni-cípios da área de estudo.

A Figura 2 ilustra o percentual de reações por sorovarna área estudada, considerando apenas os reagentes maisprováveis, analisados por meio do teste SAM, com pontode corte igual ao título de 100.

O Quadro 2 registra os resultados de prevalência apa-rente, sensibilidade e especifidade de rebanho, prevalên-

cia real e valores preditivos de leptospirose bovina emrebanhos. No Quadro 3 observa-se os valores de preva-lência aparente e prevalência real de leptospirose bovina

Quadro 1. Frequência de anticorpos anti-Leptospira spp.,determinados pelo teste de SAM, em animais e rebanhos

de Mato Grosso do Sul

Municípios Rebanhos BovinosExami- Posi- Freq. Exami- Posi- Freq.nados tivos (%) nados tivos (%)

Angélica 4 3 75,0% 49 20 40,8%Bandeirantes 7 7 100,0% 121 97 80,2%Caarapó 7 7 100,0% 113 70 61,9%Campo Grande 15 15 100,0% 208 162 77,9%Deodápolis 8 7 87,5% 97 68 70,1%Douradina 2 1 50,0% 22 9 40,9%Dourados 16 13 81,3% 201 145 72,1%Fátima do Sul 4 3 75,0% 43 23 53,5%Glória de Dourados 9 9 100,0% 120 82 68,3%Itaporã 6 6 100,0% 74 49 66,2%Ivinhema 13 11 84,6% 166 83 50,0%Jaraguari 7 7 100,0% 91 76 83,5%Jateí 7 6 85,7% 102 68 66,7%Maracaju 5 5 100,0% 83 78 94,0%Nova Alvorada do Sul 8 8 100,0% 160 129 80,6%Novo Horizonte do Sul 10 9 90,0% 158 96 60,8%Ribas do Rio Pardo 17 13 76,5% 266 141 53,0%Rio Brilhante 6 6 100,0% 88 67 76,1%Rochedo 5 5 100,0% 90 83 92,2%Sidrolândia 8 7 87,5% 88 64 72,7%Terenos 10 10 100,0% 172 158 91,9%Vicentina 4 3 75,0% 61 33 54,1%

Total 178 161 90,4% 2573 1801 70,0%

Quadro 2. Prevalência aparente, intervalo de confiança,sensibilidade e especifidade de rebanho, prevalência reale valores preditivos de leptospirose bovina em rebanhos

PaR IC inferior IC superior SenR EspR PrR VPP VPNPaR PaR

90,4% 85,8% 95,1% 93,7% 99,9% 96,5% 99,99% 62,74%

PaR = prevalência aparente de rebanhos; IC = intervalo de confiança;SenR = sensibilidade de rebanho; EspR = especificidade de rebanho;PrR = prevalência real de rebanho; VPP = valor preditivo positivo;VPN = valor preditivo negativo.

Fig.2. Percentual de amostras reagentes, segundo os sorovaresmais prováveis, analisadas por meio do teste desoroaglutinação microscópica em 1.380 amostras.

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em animais, na área estudada no estado do Mato Grossodo Sul.

As análises das variáveis de risco associadas à soro-positividade dos rebanhos para pelo menos um sorovar,por meio da análise pontual e intervalar da odds ratio,identificaram como fatores de risco as variáveis raça (zebu)e tipo de exploração (corte) (Quadro 4).

DISCUSSÃORebanhos e animais sororreagentes para Leptospira spp.foram detectados nos 22 municípios estudados (Quadro1). Resultado semelhante foi observado por Favero et al.(2001) no estado do Mato Grosso do Sul, quando 100%dos municípios apresentaram pelo menos um animalsororreagente em todos os rebanhos amostrados, embo-ra em municípios diferentes dos deste estudo.

A prevalência aparente de 90,4% (85,8%-95,1%) desororreação para Leptospira spp. dos rebanhos estuda-dos (Quadro 2), assemelha-se às encontradas por Ho-mem et al. (2001) no município de Uruará, Pará, de 97%(90,9%-99,5%) e por Aguiar et al. (2006), no município deMonte Negro, Rondônia, de 95,3% (88,5%-98,7%). Nomunicípio de Garanhuns, estado do Pernambuco, Olivei-ra et al. (2001) testaram rebanhos leiteiros e encontrarampelo menos um animal sororreagente em todas as propri-edades analisadas. Também em rebanhos leiteiros, noestado do Rio de Janeiro, Lilenbaum & Santos (1995)constataram prevalência de 80,95%. Em estudo realiza-do por Favero et al. (2001) em 21 estados brasileiros, aprevalência de propriedades com pelo menos um animalpositivo foi de 84,1%, com valores variando entre 74% e100%, incluindo rebanhos positivos em todos os estadosanalisados. Cabe lembrar que apesar de neste estudo tersido aplicado critério de maior especificidade para classi-ficar a propriedade como positiva, ao definir o ponto decorte igual a quatro, a prevalência de rebanho foi muitoalta, em virtude da prevalência intra-rebanho também sermuito alta. Este dado demonstra que a leptospirose sedissemina muito rapidamente após ser introduzida emplantéis bovinos, como já havia sido sugerido no modeloanalítico desenvolvido por Thompson et al. (2006).

Em animais, a prevalência aparente obtida de 81,1%(Quadro 3) foi superior a encontrada no estudo de Faveroet al. (2001) nos 21 estados brasileiros, que observaramuma proporção de 62,3% de animais reagentes. Da mes-ma forma, os estudos realizados por Langoni et al. (2000)em bovinos provenientes de diferentes regiões do estadode São Paulo, de Oliveira et al. (2001) e de Aguiar et al(2006), registraram 45,56%, 47,63% e 52,8% de preva-lências, respectivamente. Cabe ressaltar, que neste es-tudo, as imperfeições dos testes de diagnóstico foramcorrigidas quando se calculou a prevalência real de ani-mais (98,8%), o que aumentou ainda mais a prevalência.

Na região Centro-Oeste, estudos realizados por Julianoet al. (2000), em bovinos leiteiros na microrregião deGoiânia e por Madruga et al. (1980) em bovinos de corteno estado do Mato Grosso, revelaram prevalência emanimais de 81,9% e 74,5%, respectivamente, semelhan-tes à obtida neste estudo (Quadro 3), o que sugere que ainfecção por Leptospira spp. se mantém prevalente nestaregião, tanto na exploração de corte como de leite, hámais de três décadas, sem tendência ao controle.

No presente trabalho, os sorovares Hardjo (65,6%) eWolffi (12,3%) (Fig.2), embora com prevalências distin-tas, concordam quanto à predominância com os achadosde Favero et al. (2001), em levantamento realizado em 21estados brasileiros, que encontraram 51,5% de Hardjo e24,2% de Wolffi e de Lilenbaum & Souza (2003), no Riode Janeiro, que obtiveram 43,8% de reações para Hardjoe 24,7% para Wolffi. Em Minas Gerais, Araújo et al. (2005)encontraram 19,7% de Hardjo e 13,2% de Wolffi. No es-tado da Paraíba (Lage et al. 2007), o sorovar Hardjo foi omais freqüente com 16,05% das reações positivas.

Quadro 3. Prevalência aparente, intervalo de confiança eprevalência real de leptospirose bovina em animais

Pa IC inferior Pa IC superior Pa Pr

81,1% 76,3% 85,9% 98,8%

Pa = prevalência aparente; IC = intervalo de confiança; Pr = obtida combase na correção da Pa para sensibilidade e especificidade do teste.

Quadro 4. Variáveis de risco para leptospirose nosrebanhos considerando as reações para pelo menos

um sorovar, com os correspondentes valores de oddsratio (OR)

Variáveis Descrição Posi- Nega- OR ICa ICtivos tivos superior inferior

Exploração Leite (85,2%)b 69 12Mista (84,6%) 22 4 1,05 0,30 3,59Corte (98,6%) 70 1Mista (84,6%) 22 4 12,73* 2,07 78,35Corte (98,6%) 70 1Leite (85,2%) 69 12 12,17** 2,23 64,46

Ingresso Compra animais 72 6de animais (92,3%)

Não compra ani- 89 11 1,48 0,52 4,20mais (89,0%)

Fonte de Existe área ala- 119 13contaminação gadiça (90,2%)

Não existe 42 4 0,87 0,27 2,83(91,3%)

Reprodução Touro (89,9%) 142 16Inseminação ar- 15 1 0,59 0,07 4,70tificial e touro(93,8%)

Suínos Sim (88,3%) 91 12Não (93,3%) 70 5 0,54 0,18 1,59

Raça Mestiço (85,0%) 68 12Europeu de leite 19 4 1,19 0,34 4,15(82,6%)Zebu (98,5%) 67 1Europeu de leite 19 4 14,11* 2,33 85,40(82,6%)Zebu (98,5%) 67 1Mestiço (85,0%) 68 12 11,82** 2,21 63,21

a IC (intervalo de confiança) 95%; b Freqüência de positividade porcategoria; * Teste exato de Fisher p<0,05; ** Teste de χ2; p<0,05.

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Da mesma forma, os resultados encontrados confir-mam achados anteriores em levantamentos realizados porPellegrin et al. (1992), Pellegrin & Sereno (1994) ePellegrin et al. (1999) na região do Pantanal sul-mato-grossense, que constataram o sorovar Hardjo como o maisobservado, seguido pelo sorovar Wolffi. No estudo deLangoni et al. (2000), em SP, os mesmos sorovares fo-ram encontrados como prevalentes, porém o sorovar Wolffifoi o mais freqüente (70,59%) seguido do Hardjo (67,57%).Já Homem et al. (2001), em Uruará, encontraram o sorovarHardjo (61,2%) e Bratislava (9%) como os mais prevalen-tes, assim como Oliveira et al. (2001), em Pernambuco,constataram Hardjo em 21,98% das reações e Bratislavaem 15,73%. Na microrregião de Goiânia, GO, Juliano etal. (2000) encontraram o sorovar Wolffi (36,1%) como omais prevalente, seguido dos sorovares Icterohaemorrha-giae (20,50%) e Hardjo (5,2%).

Neste estudo, embora haja predominância dossorovares Hardjo e Wolffi, também relatada por outrospesquisadores em gado de corte e leite, não deve serdescartada a possibilidade de reação cruzada nosorodiagnóstico, pois ambos os sorovares pertencem aosorogrupo Sejroe (Costa et al. 1998). Mesmo que tenhasido comprovada por sorodiagnóstico a existência dosorovar Wolffi, a patogenicidade deste não foi comprova-da em bovinos, tendo sido experimentalmente verificadaem ovinos (Batra et al. 1991).

Dentre os sorovares mais prováveis (dados não mos-trados), o Hardjo foi o mais prevalente nos rebanhos de21 dos 22 municípios amostrados, sendo Douradina, oúnico a apresentar o sorovar Bratislava como o mais fre-qüente. Este achado não significa que reações para osorovar Hardjo não ocorreram, pois em decorrência docritério para seleção dos sorovares mais prováveis (Faveroet al. 2001), tais reações foram excluídas. A predominân-cia de reações para o sorovar Hardjo, neste estudo, refor-ça a teoria de que a espécie bovina é o hospedeiro prefe-rencial para esse sorovar (Ellis 1994, Pellegrin et al. 1999),e que sua disseminação ocorre devido a fatores ambien-tais ligados ao manejo (Faine 1982).

A identificação do sorovar Hardjo como predominantenos rebanhos indica que estão presentes os mecanismosde transmissão de bovino a bovino. Assim, conformeLilenbaum (1996), três medidas podem ser praticadas si-multaneamente: evitar a introdução de animais no reba-nho, salvo quando negativos ao sorodiagnóstico ou pre-viamente tratados com dihidroestretomicina; tratar os ani-mais sororreagentes do rebanho com dihidroestretomici-na; fortalecimento da imunidade utilizando uma vacina quecontenha as principais variedades presentes na região.

Embora baixa, a prevalência obtida para o sorovarPomona (Fig.2) deve ser considerada, pois a soropositi-vidade para esse sorovar quando presente pode induzirao aborto em bovinos. Nessa espécie, título alto é comu-mente achado no momento do aborto, porque a incidên-cia clínica ocorre durante a fase aguda da infecção. Aocontrário, para o sorovar Hardjo a resposta sorológica no

aborto é mais variável, com alguns animais soronegati-vos e outros mostrando altos títulos (OIE 2006).

O valor preditivo positivo obtido no estrato estudadoindica que a probabilidade dos rebanhos diagnosticadoscomo positivos serem falso-positivos é próxima de zero(Quadro 2). Dos rebanhos classificados como negativos,pode-se dizer que estes têm alta probabilidade de seremfalso-negativos, como indica o valor preditivo negativobaixo, o que sempre acontece em situações de prevalên-cia muito alta (Noordhuizen et al. 1997).

As análises das variáveis associadas à soropositivida-de dos rebanhos para pelo menos um sorovar identifica-ram como fatores de risco o tipo de exploração e a raça.Estas variáveis estão naturalmente associadas, uma vezque a maioria das propriedades de bovinos de corte emsistema extensivo é constituída por animais da raça Nelore.Rebanhos provenientes de exploração do tipo corte (Qua-dro 4) têm 12,17 vezes mais chances de apresentareminfecção para pelo menos um sorovar, quando compara-dos com o tipo leite ou com exploração mista (OR=12,73).Vasconcellos et al. (1997) examinando rebanhos leiteirose de corte, em seis estados brasileiros, observaram umaproporção mais elevada de soropositividade entre os bovi-nos de corte. Os rebanhos provenientes de animais da raçaZebu (Quadro 5) têm mais chances de apresentarem in-fecção para pelo menos um sorovar quando comparadosaos mestiços (OR=11,82) e europeu de leite (OR=14,11).Este achado concorda com o estudo de Prescott et al. (1988)que apontam os rebanhos de exploração do tipo corte comomais suscetíveis em relação aos rebanhos leiteiros e queisto, possivelmente, esteja relacionado com as práticas demanejo, como a monta natural em rebanhos de corte einseminação artificial em rebanhos de leite.

Contrariamente a este estudo, algumas variáveis rela-cionadas ao manejo são comumente identificadas comopossíveis de aumentar o risco de infecção do rebanhopelo sorovar Hardjo, como: bovinos e ovinos coabitandoo mesmo pasto (Lilenbaum & Souza 2003); acesso debovinos a fontes de água contaminada, como riachos, rios,alagamentos ou drenagem de água (Bennett 1993, Hunter2005), além da movimentação de animais (Faine 1982).Tais discrepâncias podem ser explicadas pela alta preva-lência obtida neste estudo, onde se observou que a infec-ção está presente independentemente das variáveis derisco relacionadas com as características de produção emanejo dos animais.

A infecção por Leptospira spp. encontra-se presenteem todos os municípios estudados, observando-se altaprevalência tanto em animais como em rebanhos. Ape-sar de o sorovar Hardjo ser o mais prevalente, não é oúnico a circular na população bovina da região, devendoser considerado na adoção de práticas de profilaxia econtrole da doença.

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